Ελληνικό Στατιστικό Ινστιτούτο Πρακτικά 18 ου Πανελληνίου Συνεδρίου Στατιστικής (2005) σελ.99-108 ΚΑΤΗΓΟΡΙΕΣ ΦΟΡΩΝ ΚΑΙ ΟΙΚΟΝΟΜΙΚΗ ΑΝΑΠΤΥΞΗ: ΜΙΑ ΕΜΠΕΙΡΙΚΗ ΕΡΕΥΝΑ ΓΙΑ ΤΗΝ ΕΛΛΑΔΑ Χάιδω Δριτσάκη Τμήμα Εφαρμοσμένης Πληροφορικής Πανεπιστήμιο Μακεδονίας dritsaki@uom.gr Αθανάσιος Βαζακίδης Τμήμα Εφαρμοσμένης Πληροφορικής Πανεπιστήμιο Μακεδονίας vasak@uom.gr ΠΕΡΙΛΗΨΗ Η εργασία αυτή ερευνά τη σχέση ανάμεσα στις κατηγορίες των φόρων και την οικονομική ανάπτυξη χρησιμοποιώντας ετήσια στοιχεία για την Ελλάδα και για την περίοδο 1965 2002. Σκοπός της εργασίας αυτής είναι να ελέγξει τη μακροχρόνια σχέση ανάμεσα στις κατηγορίες αυτές και την οικονομική ανάπτυξη χρησιμοποιώντας την ανάλυση της συνολοκλήρωσης. Στη συνέχεια εφαρμόστηκε η μεθοδολογία του υποδείγματος διόρθωσης σφάλματος για να εκτιμηθούν οι μακροχρόνιες και βραχυχρόνιες σχέσεις των μεταβλητών του υποδείγματος, καθώς και η αιτιακή σχέση μεταξύ των κατηγοριών των φόρων και της οικονομικής ανάπτυξης. Λέξεις Κλειδιά: κατηγορίες φόρων, συνολοκλήρωση, αιτιότητα 1. ΕΙΣΑΓΩΓΗ Στη δεκαετία του 80 έγιναν πολλές προσπάθειες φορολογικών μεταρρυθμίσεων τόσο στις αναπτυγμένες όσο και στις αναπτυσσόμενες χώρες που με τη σειρά τους οδήγησαν σε μια αλλαγή της φορολογικής σύνθεσης. Πολλοί ερευνητές ασχολήθηκαν και μελέτησαν τη σχέση ανάμεσα στη φορολογική και την οικονομική δομή και την επίδραση που έχουν οι αλλαγές της φορολογικής πολιτικής στην οικονομική ανάπτυξη. Το ερώτημα τι καθορίζει τη μακροχρόνια οικονομική ανάπτυξη μιας οικο-νομίας έχει τεθεί σε αναρίθμητες εμπειρικές μελέτες τις τελευταίες δύο δεκαετίες. Οι - 99 -
επιδράσεις ανάπτυξης του δημόσιου τομέα έχουν προσελκύσει το ενδιαφέρον πολλών ερευνητών, τα επιχειρήματα των οποίων προτείνουν μια αρνητική σχέση ανάμεσα στο δημόσιο τομέα και την ανάπτυξη βασιζόμενα κυρίως στις φορολογικές μεταρρθυμίσεις απαραίτητες για τη χρηματοδότηση του δημόσιου τομέα. Οι Engen & Skinner (1992) δείχνουν ότι η δημοσιονομική πολιτική έχει αρνητική και σημαντική επίδραση και βραχυχρόνια και μακροχρόνια στην ανάπτυξη παραγωγής. Οι Easterly & Rebelo (1993) ισχυρίζονται ότι η υψηλή συσχέτιση ανάμεσα στις δημοσιονομικές μεταβλητές και το αρχικό επίπεδο εισοδήματος δυσκολεύει το γεγονός να απομονώσουμε την επίδραση της δημοσιονομικής πολιτικής στην ανάπτυξη. Δίνουν έμφαση στο γεγονός ότι η επίδραση των ποσοστών φόρου και της ανάπτυξης είναι ιδιαίτερα «εύθραυστη». Ο Gerson (1998) παρέχει μια έρευνα στη σχέση ανάμεσα στη φορολογία, τα κυβερνητικά έξοδα και την ανάπτυξη και καταλήγει ότι, βασιζόμενος σε εμπειρικές μελέτες, ο αντίκτυπος των φόρων στην ανάπτυξη είναι μη ισχυρός. Οι αλλαγές στις κατηγορίες φόρων μπορεί να οφείλονται σε πολιτικούς παράγοντες. Ωστόσο, οι Volkerink & De Haan (1999) σε μια εμπειρική μελέτη τους για τους παράγοντες που καθορίζουν τη φορολογική σύνθεση στις χώρες του ΟΟΣΑ κατέληξαν ότι «οι πολιτικοί και θεσμικοί παράγοντες δεν είναι σηματνικοί για τη σύνθεση της φορολογικής δομής και ο αντίκτυπος της πολιτικής δεν είναι σταθερός με το χρόνο». Οι Kneller, Bleaney & Gemmell (1999) εξετάζουν τις επιδράσεις ανάπτυξης της δημοσιονομικής πολιτικής για 22 χώρες ΟΟΣΑ και τα αποτελέσματά τους βρίσκουν υποστήριξη των προβλέψεων του Barro (1990) σε σχέση με τις επιδράσεις της φορολογικής δομής και των δαπανών στην ανάπτυξη. Η Widmalm (2001), χρησιμοποιώντας την ανάλυση ακραίων τιμών του Leamer (1983), βρήκε ότι υπάρχει δυνατή αρνητική συσχέτιση ανάμεσα στο μερίδιο της συνολικής φορολογίας που επιβάλλεται στο προσωπικό εισόδημα και την οικονομική ανάπτυξη αντίθετα με το φόρο εταιρικού εισοδήματος όπου παρατηρείται θετική συσχέτιση με την οικονομική ανάπτυξη. Ένα επιπλέον αποτέλεσμα της εργασίας της είναι ότι οι φόροι κατανάλωσης προωθούν την ανάπτυξη. Γενικά, καταλήγει ότι η φορολογική σύνθεση παίζει σημαντικό ρόλο στην ανάπτυξη μιας οικονομίας. Σκοπός της εργασίας αυτής είναι να ερευνήσει τις ιδιότητες της στασιμότητας των στοιχείων και την τάξη της ολοκλήρωσης χρησιμοποιώντας τον έλεγχο των Dickey- Fuller. Στη συνέχεια ελέγχουμε την υπόθεση της μακροχρόνιας σχέσης ανάμεσα στις κατηγορίες των φόρων και την οικονομική ανάπτυξη χρησιμοποιώντας τον έλεγχο των Engle-Granger και τέλος με τον έλεγχο αιτιότητας κατά Granger βρίσκουμε την κατεύθυνση των σχέσεων μεταξύ των μεταβλητών που εξετάζουμε. Η δομή της εργασίας είναι η ακόλουθη. Η ενότητα 2 περιγράφει την εξειδίκευση του υποδείγματος και τα δεδομένα που χρησιμοποιήθηκαν στην ανάλυση της σχέσης - 100 -
των κατηγοριών των φόρων και της οικονομικής ανάπτυξης. Η ενότητα 3 περιγράφει τα αποτελέσματα του ελέγχου για μοναδιαίες ρίζες. Η ενότητα 4 περιγράφει συνοπτικά τη συνολοκλήρωση και τον έλεγχο των Engle Granger για τη συνολοκλήρωση. Η ενότητα 5 περιγράφει το υπόδειγμα διόρθωσης σφάλματος. H ενότητα 6 παρουσιάζει τον έλεγχο αιτιότητας κατά Granger και τέλος η ενότητα 7 παρέχει μερικές συμπερασματικές τελικές παρατηρήσεις. ΔΕΔΟΜΕΝΑ ΚΑΙ ΕΞΕΙΔΙΚΕΥΣΗ ΤΟΥ ΥΠΟΔΕΙΓΜΑΤΟΣ Για την ανάλυση της σχέσης μεταξύ των κατηγοριών των φόρων και της οικονομικής ανάπτυξης χρησιμοποιήθηκε η παρακάτω συνάρτηση: TAX t = β o + β 1 GDPC t + β 2 OPEN t + e t (1) όπου: TAX είναι οι κατηγορίες των φόρων, δηλαδή ο προσωπικός φόρος στο εισόδημα (ΡΤ), ο εταιρικός φόρος (CT), ο φόρος κοινωνικών εισφορών (SST), ο φόρος μισθωτών υπηρεσιών (PAYT), ο φόρος περιουσίας (PROPT), και ο φόρος αγαθών και υπηρεσιών (GST). GDPC είναι το κατά κεφαλή ΑΕΠ σε σταθερές τιμές του 1995. OPEN Exports + Im ports = GDP ( Exports Im ports) και e t ο όρος του σφάλματος 1. Η περίοδος που εξετάζεται είναι από το 1965 μέχρι και 2002. Τα στοιχεία για την έρευνα αυτή αποκτήθηκαν από το Revenue Statistics of OECD Member Countries and OECD National Accounts που εκδόθηκαν από Organization for Economic Cooperation and Development OECD. Αν οι μεταβλητές αυτές μοιράζονται μία κοινή στοχαστική τάση, και οι πρώτες διαφορές είναι στάσιμες, τότε μπορούν αυτές να συνολοκληρωθούν. Η οικο-νομική θεωρία σπάνια παρέχει καθοδήγηση όσον αφορά το ποιες μεταβλητές εμφα-νίζουν 1 Επειδή είναι σύνηθες να παρουσιάζεται πρόβλημα αυτοσυσχέτισης των καταλοίπων σε αναλύσεις, όπως οι χρονικές σειρές που θα ακολουθήσουν, θεωρούμε ότι στη συνάρτηση που εξετάζουμε οι τιμές του όρου σφάλματος δημιουργούνται με βάση ενός αυτοπαλίνδρομου σχήματος πρώτης τάξης AR(1), δηλαδή: u t = p u t-1 + e t - 101 -
στοχαστική τάση, καθώς και το πότε τέτοιες τάσεις είναι κοινές μεταξύ των μεταβλητών. Για την ανάλυση των χρονικών σειρών που περιλαμβάνουν στοχαστικές τάσεις χρησιμοποιείται ο επαυξημένος Dickey Fuller έλεγχος μοναδιαίας ρίζας για τον υπολογισμό των ξεχωριστών χρονικών σειρών με στόχο να παρέχει πληροφορίες σχετικά με το πότε οι μεταβλητές είναι ολοκληρωμένες. 1. ΜΟΝΑΔΙΑΙΑ ΡΙΖΑ Ο έλεγχος για τη συνολοκλήρωση μεταξύ των μεταβλητών που χρησιμοποιούνται στο παραπάνω υπόδειγμα απαιτεί προηγουμένως τον έλεγχο για την ύπαρξη μοναδιαίας ρίζας για κάθε μεταβλητή (για να αποφύγουμε το πρόβλημα της κίβδηλης παλινδρόμησης 2 ), χρησιμοποιώντας τον έλεγχο του επαυξημένου Dickey Fuller (ADF) (1979) πάνω στην παρακάτω παλινδρόμηση: k ΔX t = δ 0 + δ 1 t + δ 2 X t-1 + α iδχ t i + ut (2) i= 1 Τα αποτελέσματα των ελέγχων αυτών εμφανίζονται στον πίνακα 1. Οι ελάχιστες τιμές των κριτηρίων του Akaike (1973) και του Schwartz (1978) έδωσαν την καλύτερη δομή των ADF εξισώσεων καθώς και τους αντίστοιχους αριθμούς των χρονικών υστερήσεων με την ένδειξη Lag. Όσον αφορά τον έλεγχο της αυτοσυσχέτισης στους διαταρακτικούς όρους, ο έλεγχος που χρησιμοποιήθηκε ήταν του πολλαπλασιαστή Lagrange LM(1). Το οικονομετρικό πακέτο EVIEWS 4.0, το οποίο χρησιμοποιήθηκε για τη διενέργεια του ADF ελέγχου μας δίνει τις προσομοιωμένες κρίσιμες τιμές. Πίνακας 1: Έλεγχος μοναδιαίας ρίζας DF/ADF Επίπεδα Πρώτες Διαφορές Μεταβλητές Test statistic Test statistic (X t ) Lag (DF/ADF)* LM(1)** Lag (DF/ADF)* LM(1)** PT 0-2.4383 0.327[0.571] 0-6.8811 1.255[0.270] CT 0-0.8314 1.509[0.227] 0-7.4046 0.090[0.765] SST 0-3.0340 1.818[0.186] 0-8.8807 0.041[0.839] PAYT 0-0.9977 1.367[0.250] 0-7.3069 1.075[0.307] PROPT 0-1.9102 1.762[0.193] 1-9.6012 1.974[0.169] GST 0-2.8226 1.232[0.274] 0-8.2300 0.013[0.909] GDPC 2-1.2130 1.644[0.208] 2-8.8076 1.669[0.206] OPEN 1 1.6693 0.006[0.981] 1-5.0310 3.060[0.090] 2 Το πρόβλημα της κίβδηλης παλινδρόμησης μπορεί να συμβεί όταν δύο χρονικές σειρές σε μια παλινδρόμηση έχουν σε μεγάλο βαθμό υψηλή συσχέτιση, ενώ δεν έχουν καμιά πραγματική σχέση μεταξύ τους. Η υψηλή συσχέτιση οφείλεται στην ύπαρξη χρονικών τάσεων και στις δύο χρονικές σειρές (Granger and Newbold 1974) - 102 -
*Κρίσιμες τιμές: -3.6210 (1%), -2.9434 (5%), -2.6102(10%). **Οι αριθμοί στις παρενθέσεις δείχνουν τα επίπεδα σημαντικότητας Τα αποτελέσματα από τον πίνακα 1 υποδεικνύουν ότι η ύπαρξη μοναδιαίας ρίζας δεν μπορεί να απορριφθεί στα επίπεδα των μεταβλητών, σε επίπεδο σημαντικότητας 5%. Άρα καμία χρονική σειρά δεν είναι στάσιμη στα επίπεδα των μεταβλητών. Στη συνέχεια όταν οι χρονικές σειρές μετασχηματιστούν σε πρώτες διαφορές γίνονται στάσιμες και κατά συνέπεια οι αντίστοιχες μεταβλητές μπορούν να χαρακτηριστούν σαν ολοκληρωμένες πρώτης τάξης Ι(1). Επίσης, για όλες τις μεταβλητές στις πρώτες διαφορές ο έλεγχος LM(1) δείχνει ότι δεν υπάρχει συσχέτιση στους διαταρακτικούς όρους. 4. ΈΛΕΓΧΟΣ ΤΗΣ ΣΥΝΟΛΟΚΛΗΡΩΣΗΣ Η υπόθεση που πρέπει να ελέγξουμε στο τμήμα αυτό είναι αν οι μεταβολές στο κατά κεφαλή ΑΕΠ και το άνοιγμα της αγοράς μεταβιβάζονται στις κατηγορίες των φόρων, δηλαδή αν οι μεταβλητές αυτές κινούνται μαζί. Αυτή η κοινή μετατόπιση των μεταβλητών δημιουργεί γραμμικές σχέσεις ανάμεσα στις μεταβλητές αυτές που διαρκούν για μεγάλες χρονικές περιόδους, κατά συνέπεια πρέπει να ελέγξουμε τις μακροχρόνιες σχέσεις ισορροπίας των μεταβλητών αυτών. Επομένως, αν οι γραμμικές σχέσεις διαρκούν για μεγάλες χρονικές περιόδους το κατά κεφαλή ΑΕΠ το άνοιγμα της αγοράς και οι κατηγορίες των φόρων είναι συνολοκληρωμένες. Στη συνέχεια ελέγχουμε με τη μέθοδο των Engle Granger (1987), αν το κατά κεφαλή ΑΕΠ, και το άνοιγμα της αγοράς είναι συνολοκληρωμένα με κάθε κατηγορία φόρων ξεχωριστά (μια που όλες οι κατηγορίες φόρων είναι ολοκληρωμένες πρώτης τάξης). Τα βήματα που ακολουθήσαμε είναι τα εξής: Στην αρχή εκτιμούμε με τη μέθοδο OLS την μακροχρόνια εξίσωση ισορροπίας TAX it = β o + β 1 GDPC t + β 2 OPEN t + e it (3) όπου it = 1, 2, 6 Στον πίνακα 2 παρουσιάζονται τα αποτελέσματα των εκτιμήσεων των συνολοκληρωμένων διανυσμάτων. Από τις εκτιμήσεις αυτές σώζουμε τους διαταρακτικούς όρους (σφάλματα ισορροπίας) e it. Στην συνέχεια ελέγχουμε αν τα σφάλματα αυτά ισορροπίας είναι στάσιμα για να είναι οι μεταβλητές που εξετάζουμε συνολοκληρωμένες. - 103 -
Πίνακας 2 - Συνολοκληρωμένες παλινδρομήσεις Μεταβλητή Σταθερά GDPC OPEN R 2 PT 6.739[0.000] 1.935[0.000] 842.24[0.000] 0.345 CT 1.060[0.132] 0.652[0.049] 1104.14[0.000] 0.858 SST 29.53[0.000] 0.826[0.248] 94.718[0.646] 0.043 PAYT 0.367[0.263] 0.409[0.010] -93.486[0.039] 0.522 PROPT 11.024[0.000] -1.979[0.125] -633.25[0.093] 0.085 GST 50.294[0.000] -1.796[0.056] -1680.2[0.000] 0.595 Οι αριθμοί στις παρενθέσεις δείχνουν τα επίπεδα σημαντικότητας Για να ελέγξουμε τη στασιμότητα των σφαλμάτων ισορροπίας εφαρμόζουμε τη μέθοδο της μοναδιαίας ρίζας των κριτηρίων DF/ADF, μόνο που οι εξισώσεις των DF/ADF δεν περιλαμβάνουν σταθερό όρο, επειδή τα κατάλοιπα από την εξίσωση OLS είναι συγκεντρωμένα γύρω από το μηδέν. Στον πίνακα 3 παρουσιάζονται τα αποτελέσματα της στασιμότητας για τα σφάλματα ισορροπίας. Τα στατιστικά κριτήρια των DF/ADF δείχνουν ότι όλα τα σφάλματα ισορροπίας είναι στάσιμα στα επίπεδά τους. Δηλαδή τα σφάλματα ισορροπίας είναι ολοκληρωμένα μηδενικής τάξης Ι(0). Επομένως, οι μεταβλητές των κατηγοριών των φόρων, του κατά κεφαλή ΑΕΠ και του ανοίγματος της αγοράς είναι συνολοκληρωμένες. Εδώ θα πρέπει να αναφέρουμε ότι οι κριτικές τιμές που αναφέρθηκαν στον πίνακα 2 δεν είναι κατάλληλες για την περίπτωση αυτή. Ο Mackinnon (1991) παρουσίασε κριτικές τιμές για τους ελέγχους αυτούς όπως εκτίθενται στον πίνακα 3. Πίνακας 3 - Έλεγχος μοναδιαίας ρίζας για τα σφάλματα ισορροπίας Μεταβλητή Lag DF/ADF* LM(1)** e 1 0-3.5325 0.255[0.616] e 2 0-4.7714 2.118[0.154] e 3 0-3.3635 1.888[0.178] e 4 0-3.2111 1.006[0.322] e 5 0-4.4393 0.974[0.330] e 6 0-3.5954 1.197[0.281] *Κρίσιμες τιμές: -2.6289 (1%), -1.9501 (5%), -1.6113(10%). ** Οι αριθμοί στις παρενθέσεις δείχνουν τα επίπεδα σημαντικότητας. - 104 -
5. ΤΟ ΥΠΟΔΕΙΓΜΑ ΔΙΟΡΘΩΣΗΣ ΣΦΑΛΜΑΤΟΣ Σύμφωνα με το θεώρημα του Granger (1986), αν δύο ή περισσότερες μεταβλητές είναι συνολοκληρωμένες, τότε υπάρχει μια μακροχρόνια σχέση ανάμεσά τους. Βέβαια, βραχυχρόνια οι μεταβλητές αυτές μπορεί να μην βρίσκονται σε ισορροπία. Η βραχυχρόνια αυτή σχέση ανισορροπίας μπορεί να περιγραφεί από ένα υπόδειγμα διόρθωσης σφάλματος (ECM). Στην περίπτωση αυτή το υπόδειγμα διόρθωσης σφάλματος συνδέει τη βραχυχρόνια με τη μακροχρόνια συμπεριφορά των μεταβλητών και δίνεται από τη σχέση: ΔTAX it = lagged(δtax it, ΔGDPC t, ΔOPEN t ) + λ e t-1 + V t (4) όπου Δ αναφέρεται στις πρώτες διαφορές όλων των μεταβλητών. e t-1 είναι τα εκτιμημένα κατάλοιπα από τη συνολοκληρωμένη παλινδρόμηση (μακροχρόνια σχέση) και αντιπροσωπεύει την απόκλιση από την ισορροπία σε μια χρονική περίοδο t. -1<λ<0 βραχυχρόνιος συντελεστής. ο οποίος αντιπροσωπεύει την αντίδραση της εξαρτημένης μεταβλητής σε κάθε περίοδο που ξεκινάει από την θέση ισορροπίας. Επειδή όλες οι μεταβλητές που συμπεριλαμβάνονται στην παραπάνω εξίσω-ση είναι στάσιμες στις πρώτες διαφορές τους, μπορούμε να χρησιμοποιήσουμε την OLS στην εκτίμηση αυτής της εξίσωσης. Στον πίνακα 4 παρουσιάζονται τα αποτελέ-σματα της από κοινού εκτίμησης των υποδειγμάτων διόρθωσης σφάλματος. καθώς και η εκτίμηση του συντελεστή του λάθους ανισορροπίας. Πίνακας 4 - Εκτίμηση του υποδείγματος διόρθωσης λαθών Μετα- ΔΤΑΧ βλητή (-1) ΔPT -0.0317 [0.855] ΔCT ΔΤΑΧ (-2) ΔGDPC (-1) 0.2591 [0.597] 0.5704 [0.053] ΔGDPC (-2) ΔOPEN (-1) 265.78 [0.563] 1132.09 [0.000] ΔOPEN (-2) 207.695 [0.613] e t-1-0.319 [0.032] [0.203] ΔSST 0.2219-0.8031-1003.3 [0.159] [0.175] [0.084] ΔPAYT -0.150-61.082 {0.109] [0.463] ΔPROP -0.2709-0.1605 0.6924 T [0.189] [0.348] [0.490] ΔGST 0.1674-0.7956-502.42 [0.302] [0.305] [0.488] Οι αριθμοί στις παρενθέσεις δείχνουν τα επίπεδα σημαντικότητας - 105-758.70 [0.147] 38.021 [0.680] [0.004] -0.460 [0.003] -0.230 [0.040] -0.516 [0.018] -0.413 [0.014]
Από τον πίνακα 4 παρατηρούμε ότι όλες οι εκτιμήσεις των συντελεστών δεν είναι σημαντικές, πράγμα που σημαίνει ότι οι ετήσιες μεταβολές του κατά κεφαλή ΑΕΠ και του ανοίγματος της αγοράς δεν επηρεάζουν σημαντικά τις κατηγορίες των φόρων. Αντίθετα όλοι οι συντελεστές στην διόρθωση του σφάλματος είναι στατιστικά σημαντικοί. Η απόκλιση στις κατηγορίες των φόρων από το μακροχρόνιο επίπεδό τους διορθώνεται κατά έτος από 0.230 για το φόρο μισθωτών υπηρεσιών (PAYT) έως 0,516 για το φόρο της περιουσίας (PROPT). 6. ΈΛΕΓΧΟΙ ΑΙΤΙΟΤΗΤΑΣ ΚΑΤΑ GRANGER Το υπόδειγμα που εκτιμήθηκε στο προηγούμενο τμήμα, χρησιμοποιήθηκε προκειμένου να διερευνήσουμε τις αιτιώδεις κατά Granger σχέσεις μεταξύ των υπό εξέταση μεταβλητών. Σαν κριτήριο ελέγχου χρησιμοποιήθηκε η στατιστική F με την οποία ελέγχθηκε για κάθε εξίσωση ξεχωριστά η υπόθεση της στατιστικής σημαντικότητας των ερμηνευτικών μεταβλητών. Τα αποτελέσματα τα σχετικά με την ύπαρξη αιτιωδών σχέσεων κατά Granger μεταξύ των μεταβλητών, για τις κατηγορίες των φόρων TAX it του κατά κεφαλή ΑΕΠ (GDPC) και του ανοίγματος της αγοράς (OPEN) εμφανίζονται στον πίνακα 5. Πίνακας 5 - Έλεγχοι αιτιότητας κατά Granger Pairwise Granger Causality Tests Sample: 1965 2002 Lags: 2 Null Hypothesis: Obs F-Statistic Probability OPEN does not Granger Cause CT 36 8.36453 0.00124 CT does not Granger Cause OPEN 0.85396 0.43550 GDPP does not Granger Cause PAYT 36 2.09331 0.14036 PAYT does not Granger Cause GDPP 2.67178 0.08501 GDPP does not Granger Cause PT 36 0.70173 0.50343 PT does not Granger Cause GDPP 0.98612 0.38442 Από τα αποτελέσματα του πίνακα 5 διαπιστώνουμε ότι: Υπάρχει μονόδρομη σχέση αιτιότητας μεταξύ του ανοίγματος της αγοράς και του εταιρικού φόρου με κατεύθυνση από το άνοιγμα της αγοράς προς τον εταιρικό φόρο σε επίπεδο σημαντικότητας 1%. Υπάρχει μονόδρομη σχέση αιτιότητας μεταξύ του φόρου μισθωτών υπηρεσιών και του κατά κεφαλή ΑΕΠ με κατεύθυνση από το φόρο μισθωτών υπηρεσιών προς το κατά κεφαλή ΑΕΠ σε επίπεδο σημαντικότητας 10%. Μεταξύ όλων των άλλων μεταβλητών δεν υπάρχει καμία σχέση αιτιότητας. - 106 -
7. ΣΥΜΠΕΡΑΣΜΑΤΑ Ο σκοπός της εργασίας αυτής είναι να ερευνήσει το ρόλο των κατηγοριών των φόρων στο κατά κεφαλή ΑΕΠ και το άνοιγμα της αγοράς στην οικονομία της Ελλάδος και να μετρήσει την επίδρασή τους σε ετήσια περίοδο. Με την ανάλυση της συνολοκλήρωσης που χρησιμοποιήσαμε, συμπεράναμε ότι υπάρχει μια μακροχρόνια σχέση ανάμεσα στις τρεις αυτές μεταβλητές και για όλες τις κατηγορίες των φόρων. Σε σχέση με το μέρος της απόκλισης των πραγματικών μεταβλητών από το μακροχρόνιο επίπεδο ισορροπίας που είναι διορθωμένο κάθε έτος ο φόρος της ακί-νητης περιουσίας, έδειξε τη μεγαλύτερη ετήσια προσαρμογή, ενώ ο φόρος μισθωτών υπηρεσιών τη μικρότερη. Τέλος με την κατά Granger αιτιότητα παρατηρήσαμε ότι υπάρχει μια μονόδρομη σχέση αιτιότητας μεταξύ του ανοίγματος της αγοράς και του εταιρικού φόρου, με κατεύθυνση από το άνοιγμα της αγοράς προς τον εταιρικό φόρο, όπως και μεταξύ του φόρου μισθωτών υπηρεσιών και του κατά κεφαλή ΑΕΠ, με κατεύθυνση από το φόρο μισθωτών υπηρεσιών προς το κατά κεφαλή ΑΕΠ. ABSTRACT This paper examines the relationship between tax categories and economic growth using annual data from 1965-2002 for Greece. The aim is to test the long-run relationship between these categories and economic growth using cointegration analysis. Then the error correction model is applied in order to estimate long and short run relationships among variables. Finally, we test for Granger causality between tax categories and economic growth. ΑΝΑΦΟΡΕΣ Akaike, H. (1973). Information Theory and an Extension of the Maximum Likelihood Principle, In: Petrov, B. and Csake, F. (eds) 2 nd International Symposium on Information Theory. Budapest: Akademiai Kiado. Barro, R. (1990) Government spending in a simple model of endogenous growth. Journal of Political Economy, 98(1), 103-117. Dickey, D.A and, W.A Fuller (1979). Distributions of the Estimators for Autoregressive Time Series with a Unit Root. Journal of the American Statistical Association, Vol. 74, pp. 427-431. Easterly, W. and Rebelo, S. (1993) Fiscal Policy and economic growth, Journal of Monetary Economics, 32(3), 417-458. Engen, E.M. and Skinner, J. (1992) Fiscal Policy and economic growth. Working paper 4223, Cambridge, M.A.: NBER. Engle, R.F & Granger, C.WJ. (1987): Cointegration and error correction: Representation, estimation and testing. Econometrica, 55, 251-276. - 107 -
Gerson, P. (1998) The impact of fiscal policy variables on output growth, IMF Working paper 98/1, Washington D.C.: International Monetary Fund. Granger, C.WJ. (1986): Developments in the study of cointegrated economic variables. Oxford Bulletin of Economics and Statistics, 48, 213-228. Granger, C and Newbold, P (1974). Spurious Regressions in Econometrics, Journal of Econometrics, Vol. 2(2), pp. 111-120. Kneller, R., Bleaney, M. and Gemmel, N. (1999) Fiscal policy and growth: evidence from OECD countries, Journal of Public Economics, 74, pp. 171-190 Learner, E.E. (1983) Let's take the con out of econometrics, American Economic Review, 73, pp.31-43. MacKinnon, J. G. (1991). Critical values of cointegretion test. In: Engle, R. F, and Granger, C. W. J (eds). Long - run Econometric Relationships: Readings in Cointegration. New York: Oxford University Press. Revenue Statistics of OECD Member Countries Database,l 965-2004. Paris: OECD Schwartz, R. (1978). Estimating the Dimension of a Model. Annuals of Statistics, Vol.6, pp. 461-464. Volkerink, B. and De Haan, J. (1999) Political and Institutional Determinants of the Tax Mix: An Empirical Investigation for OECD countries, Working paper, Department of Economics, Groningen, The Netherlands: University of Groningen. Widmalm, F. (2001) Tax structure and growth: Are some taxes better than others'?, Public Choice 107, pp.199-219 - 108 -